李瑞茜

（中國勞動關系學院經濟管理學院，北京 100191）

隨著信息通訊技術的發(fā)展，在線協作學習成為“互聯網+”時代創(chuàng)新人才培養(yǎng)的重要組織形式。疫情期間，在線協作學習拉近了學生間的心理距離，讓學生更好地“動起來”，在平等自由的討論氛圍中去主動思考、參與交流實踐。通過觀點交流、資源互享、共識建立等形式，學生原有知識得以強化，并催生出新知識。知識廣泛聚集，促進了教學資源的動態(tài)生成。在協作創(chuàng)造知識的過程中，知識源不再局限于教師的線上講授或預制的課程材料，參與討論的學生也成為知識開發(fā)者、創(chuàng)造者，教師則更多扮演了監(jiān)督、評判引導的角色。近年來，關于在線協作學習的研究主要探討了混合式協作教學模式、知識建構、學習滿意度[1-3]，對于線上協作學習滿意度的重要因素及影響機制研究較少，文章旨在解決這一問題并為提高小組在線協作學習滿意度提供建議。

1. 理論基礎和研究假設

1.1 學習基礎、小組互動與協作學習滿意度

在線協作學習任務的完成有賴于從多樣化途徑檢索并處理信息資源的能力。豐富的小組協作學習經歷，將促使學習者更快地熟悉小組協作學習流程，更好地分配和承擔小組任務，對小組協作中的關鍵點和難點提前做好預期、提出解決辦法，這為小組協作任務的順利完成奠定基礎。此外，小組成員擅長的知識技能多樣互補，可以更好地發(fā)揮各自的優(yōu)勢和長處，同時，能夠較好地理解協作學習任務，也有助于準確把握任務，有針對性地溝通、解決問題，高效率、高質量地協作完成小組任務，提高學習滿意度。因此，提出假設：

H1a： 協作學習基礎對協作學習滿意度產生顯著的正向影響。

H1b： 協作學習基礎對小組互動產生顯著的正向影響。

1.2 學習動機、小組互動與協作學習滿意度

孫麗娜等[3]認為學習動機是影響學習者學習滿意度的重要因素。具有較強內生動機的學習者愿意投入精力以解決過程中出現的復雜問題，對自己的學習行為進行監(jiān)控，從而獲得較好的學習結果；而評價和獎勵機制等外生動機則會激發(fā)學生努力完成任務，并因協作成果得到認可而更有信心完成接下來的任務。楊文陽和胡衛(wèi)平提出在協作學習中，學習者的學習動機會促使個體進行交互，從而影響個人的知識獲取以及小組協作學習的成果質量[4]。因此，提出假設：

H2a： 學習動機對協作學習滿意度產生顯著的正向影響。

H2b： 學習動機對小組互動產生顯著的正向影響。

1.3 小組互動與協作學習滿意度

協作態(tài)度是影響協作式問題解決的主要因素之一[5]。積極的線上交流與反饋有助于組員共同解決問題，提升在線交互的層次；同時, 也能拉近學生間的心理距離，營造輕松融洽的學習氛圍，提高協作學習的滿意度。在小組學習中行為投入、社交投入與小組成績呈顯著正相關關系[6]。組員投入時間、精力配合小組完成任務，更多地進行交互和分享信息，能夠獲得較好的學習體驗，取得更好的學習效果。及時反思、改進小組活動可以幫助小組不斷提高協作效率，提升任務完成的質量，獲得有效的小組協作學習成果。因此，提出假設：

H3： 小組互動對協作學習滿意度產生顯著的正向影響。

圖1 理論模型

2. 研究設計

2.1 研究對象

問卷發(fā)放對象為2019—2020學年第2學期參加了中國勞動關系學院專業(yè)方向必修課程“專業(yè)文獻檢索與研究綜述”和“文獻檢索與管理研究方法”的2019級工商管理和財務管理專業(yè)的105名本科生。因疫情期間尚未返校，學生均采用在線協作學習，完成小組任務的方式，客觀上營造了小組在線協作學習的環(huán)境，圍繞著項目，學生完成從確定研究題目→制定研究計劃→查閱研究文獻資料→文獻信息提取及計量分析→文獻綜述的具體任務，且每位同學在課程的小組作業(yè)均承擔分工任務。在線問卷通過問卷星進行發(fā)放，回收96份，回收率為91%。

2.2 研究工具

問卷的設計參考了孫麗娜等[3]設計的小組協作學習滿意度及其影響因素調查問卷，并結合課程實際情況對量表中個別題項進行修改補充，以進一步了解小組在線協作學習的滿意度及其影響因素，各量表下的具體題項見表1。各題項的測度運用Likert五級量表，從1-5分別表示內容從“非常不符合”到“非常符合”。

在統計方法上，由于偏最小二乘結構方程（PLSSEM）在樣本量較少或測量數據偏離正態(tài)的情況下仍能得到較為穩(wěn)健的結果, 具備較高的預測效力, 因此,運用于研究中以探索理論結構的關系，評價外生變量的預測效力。研究采用Smart PLS3.0軟件和SPSS22.0軟件分析研究樣本的信度和效度，并對研究假設進行檢驗。

3. 研究結果

3.1 測量模型有效性檢驗

測量模型的有效性通過信度、收斂效度和區(qū)分效度來檢驗。問卷整體的Cronbach’s Alpha系數為0.939。同時,由表1可以看出, 所有構念的Cronbach’s Alpha值和組合信度均高于0.7，說明該量表具有較好的內部一致性，通過了信度檢驗。表2中的平均變異提取值(AVE)大于0.5, 說明指標間的收斂效度較好；各潛變量AVE的平方根均大于該潛變量與其他潛變量的相關系數，說明變量間的差異顯著，測量模型的區(qū)別效度較好。

模型中內在潛變量的R2值均大于0.5，表示該模型的自變量對因變量變異的解釋能力適中。Stone-Geisser’s Q2分別為0.598、0.544、0.760、0.744均大于0，表明該模型具有良好的預測相關性，其結構模型較為穩(wěn)健。模型的擬合優(yōu)度(GoF)為0.63，表明模型的擬合優(yōu)度較大。各題項及交叉載荷的結果項目載荷在設定潛變量的值均大于0.7，且明顯高于在其他潛變量的值，進一步證實測量模型具有良好的聚合效度和區(qū)分效度。

表1 測量題項及描述性統計

表2 AVE平方根與潛變量相關系數矩陣

3.2 假設檢驗與討論

表3反映了理論模型的假設檢驗結果及各影響路徑系數。具體地，協作學習基礎對協作學習滿意度沒有產生顯著影響，結果拒絕了假設H1a。協作學習基礎對小組互動(β=0.427，P<0.05）,學習動機對協作學習滿意度(β=0.367, P<0.05）和小組互動（β=0.312,P<0.1）,小組互動對協作學習滿意度(β=0.418,P<0.01)產生顯著的正向影響，結果支持假設H1b、H2a、H2b和H3。這說明協作學習基礎不直接影響協作學習滿意度，而是通過小組內部成員間的互動協作對協作學習滿意度產生正向影響。學生的內生和外生學習動機激發(fā)其學習的積極性和主動性，因此，能夠直接提高其協作學習滿意度；同時，較強的學習動機也促使其積極參加小組互動，進而提高協作學習滿意度。

表3 模型的假設檢驗結果

4. 結論

通過探討大學生在線小組協作學習滿意度的影響機制發(fā)現，小組內部成員間的互動協作在協作學習基礎和協作學習滿意度之間發(fā)揮顯著正向的中介作用；較強的協作學習動機不僅會直接提高協作學習滿意度，也促使學生積極參加小組互動，進而提高協作學習滿意度。因此，應重視小組互動的質量，并采取激勵措施和引導宣講等方式激發(fā)學生協作學習的內、外部動機，以實現協作學習效果、提升協作學習滿意度。